乡村振兴人才培养的留农效果研究——以“一村一名大学生”人才培养工程为例

王佳伟，吴芝花，乔金笛，邹佳敏，廖文梅*

（1. 江西农业大学江西省乡村振兴战略研究院/经济管理学院，江西 南昌 330045；2. 江西开放大学高职学院，江西 南昌 330046）

党的十九大报告首次提出“实施乡村振兴战略”，要实现乡村振兴，人才振兴是关键。推动乡村人才振兴，必须坚持农民主体地位、提升农民发展能力。改革开放以来，农村空心化、农业劳动力老龄化现象持续加剧，“谁来种地”问题成为保障重要农产品供给的隐形挑战和推进乡村振兴农业农村现代化的重要话题[1]。因此，只有加快培育适应时代需求和农业农村发展新趋势的高素质农民，才能有效衔接乡村振兴战略的总需求[2]。为提高农民的文化水平、解决乡村人才匮乏的问题，教育部于2004年启动了“一村一名大学生”人才培养工程（下文简称“一村一大”工程），持续加大对乡村振兴人才培养的投入力度。2021年国家印发的《关于加快推进乡村人才振兴的意见》再次强调要加强乡村振兴人才队伍建设。因此，培养的乡村振兴人才最终是“留农”、还是“离农”，能否实现人才培养的“留农”目标，这些都是非常值得深入研究探索的问题，其研究结果对提升农民自我发展能力、培育乡村振兴人才内生动力、后续制定乡村振兴人才培养政策、实现乡村全面振兴具有举足轻重的现实意义。

乡村振兴人才培养到底是促进农民“留农”还是“离农”，一直是学界备受争议的话题。一般来说，“留农”意味着农民会选择保留农地或转入农地，“离农”则更倾向于把农地流转出去。研究者普遍认为农村教育培训有助于促进农地转入[3]，通过发展农村教育与培训，提高农民科学文化素质，培育有文化、懂技术、会经营的高素质农民，对于加速农地转入形成农业规模经营具有重要作用。舒尔茨认为，教育投资形成的能力不仅能够提高农民获取和理解市场信息的能力，而且能够提高农民技术模仿和技术创新的能力[4]。一方面，有较高教育水平的农民会提高其信息获取能力、资源配置能力、农业生产经营能力等，同时这些能力的获取又能进一步引发农民在农地流转市场上的农地需求，促进农地转入[5]；另一方面，教育还能提高农民对农地承包经营权稳定性的认识，增强农民的农地产权意识，使得农民更加倾向于地权的稳定[6]，抑制农地转出，从而达到“留农”目的。与之相反，有研究者指出，教育可以降低农民寻找非农工作的成本、提高就业能力、增加择业机会、刺激农民在农地流转市场上的农地供给，从而促使其转出农地[7]，增加农民“离农”的概率。此外，也有研究认为两者没有必然的关系，即教育既不能促进农地的转入也不能促进农地的转出[8]。

上述研究有助于深入理解农村教育对农民“留农”或“离农”的影响机理，但是仍存在不足：一是缺乏从教育培训视角分析乡村振兴人才培养的“留农”还是“离农”效果，忽视了不同培养方式、学历层次和农民年龄在培养效果上的差异。二是未能充分解决潜在的内生性问题，在研究农民参与乡村振兴人才培养对农地流转的影响时，存在样本自选择、遗漏变量、反向因果关系等引发的内生性问题，导致估计的结果出现有偏。基于此，本文基于家庭农地流转的角度，以 “一村一大”工程为例，利用江西省12县（市、区）2 552份农户问卷调查数据，采用Probit模型从农地转入和转出两个层面实证分析参与乡村振兴人才培养对农民“留农”或“离农”的效果有何影响，结合倾向得分匹配法（PSM）纠正可能存在的样本选择性偏误，再利用Bioprobit模型和条件混合估计方法（CMP）解决可能存在的内生性问题，以期为政府后续出台乡村振兴人才培养政策提供更有针对性的建议。

1 理论分析

我国农村教育主要分为农村正规学历教育和农村职业技能培训两种类型。农村正规学历教育是指以基础科学知识为主要教学内容的学校教育，包括普通基础教育、职业教育和高等教育等；农村职业技能培训是指对农村劳动者进行以种养殖业技能培训为主要内容，从而提高其农业劳动技能的农业培训，主要包括农民工职业培训、实用人才培训、合作社人员培训、专业大户培训、家庭农场主培训和农村妇女培训等[9]。农村正规学历教育和农村职业技能培训对农地流转的可能影响在于：第一，农村正规学历教育可以提高农民的受教育程度，增强其非农就业能力，有利于农民在非农就业市场上获得就业机会，进而获取更高的非农就业薪酬。由此，为获得更高的收入，在农业劳动者劳动时间一定的条件下，农民有可能会转出农地[10]。第二，农村职业技能培训能够提高农民农业生产经营能力和农业生产经营水平，从而提高其农业生产效率和农业生产净收益，进而刺激农民在农地流转市场上转入农地[11]。

现有的乡村振兴人才培养工程集结了农村正规学历教育和农村职业技能培训两个方面的共同特点，是农民个体接受教育的一种重要渠道，为农村经济社会发展培养了一批有文化、懂技术、会经营的乡村生产管理和创新创业人才[12]。乡村振兴人才培养工程通过远程或面授方式将高等教育延至农村，不仅开设了通识课程，还开设了一些农业种植技术、养植技术、加工技术、市场营销、社会治理、农村政策法规等涉农专业课程，有利于提高农民学员的种植或管理技术水平，解决农业种植难、经营难等专业问题。其中，通识课程能提升学员综合分析、独立判断的能力，提升学员的综合素养和社会资本，帮助农民解决农村纠纷，解说农业政策，赢得群众尊敬和民心[13]。

总之，乡村振兴人才培养工程作为农民接受高等教育的一种方式，可以提升农民对农业农村相关政策的认知度[14]，有效驱动农村人力资本产出[15]，增加农村人才供给，激发农民创业活力。此外，农民学员通过系统的学习，科学文化素质普遍提高，农村基层干部执政管理能力明显提升[16]，有利于促进农地流转，助推产业振兴。由此可见，农民参加乡村振兴人才培养工程后产生的农业边际净收益变动会大于非农就业预期工资变动对农地流转变动所形成的效应。因此，农民参加乡村振兴人才培养工程能够促进其家庭农地转入、抑制农地转出。

此外，农民参加乡村振兴人才培养工程的不同培养方式在提升学员知识能力方面也存在显著差异，与函授教育相比较，远程教育在知识传授上处于劣势[17]。函授教育采用集中面授的授课方式有利于学员之间、师生之间的交流，有助于提升农民的农技水平，而远程授课方式却无法实现互动交流体验。因此，基于以上理论分析，农民参加乡村振兴人才培养工程能够提升自身发展能力促进其家庭转入农地，而抑制其家庭农地转出，从而提高学员的农业经营意愿，但不同培养方式（函授教育和远程教育）使得农地流转的程度存在显著差异。

2 研究方法

2.1 数据来源

教育部于2004年启动“一村一大”工程，该工程是以“政府出钱、高校出力、农民受益”的形式，依托成人教育将高等教育延伸至农村及农民，培养和造就了一大批“扎根农村、服务农民、发展农业、带头致富”的乡村实用型“留农”人才队伍，是乡村振兴人才培养的主要路径。2021年教育部发布的乡村教育振兴计划中强调：大力培养高素质农民，将“一村一大”工程正式升级为“乡村振兴人才培养工程”。因此，“一村一大”工程成为了乡村振兴人才培养的重要基础工程。据教育部网站显示，截至2021年12月，“一村一大”工程累计全国招生87万人，毕业55万人。

江西省是农业大省，也是粮食主产区，在保障国家粮食安全中发挥了重要作用。为培养高层次高素质农村实用人才，江西省自2012年起启动“一村一大”工程，培养方式分为函授教育和远程教育，采取在校学习、弹性学制、农学交替和送教下乡等方式，就地就近接受职业高等教育，培养对象为具有国民教育系列大专学历和本科学历的农村专业大户、农业产业化龙头企业负责人、农村专业合作组织负责人、村“两委”班子成员和后备干部。该工程自实施以来，农民学员的创业意愿[18]、留农意愿[19]等有了明显的提升，在推动产业振兴、带动农民增收方面发挥着积极作用。

基于此，2020年江西省继续出台《关于纵深推进“一村一名大学生工程”的实施意见》，将培养对象扩大到乡村社会服务组织带头人、返乡留乡农民工和致力于乡村振兴的优秀青年，将培育的层次从专科、本科提升到研究生。截止到2020年底，江西省累计培养农民大学生5.7万名，基本实现全省每个行政村至少有一名农民大学生，是教育部实施该工程以来执行时间最长、培养人数最多、培养层次最高、覆盖面较广的省份，为江西省乡村振兴提供强大的人才支撑。因此，以江西省为研究区域具有一定的示范性和典型性。

为了解乡村振兴人才培养的农民“留农”或“离农”效果影响，课题组于2019年12月调研了自2012年参加“一村一大”工程的农民，作为实验组；为了比较，同时调研了未参加的农民，作为对照组，其调研的方案为：按照人均工业增加值分层抽取了江西省12个县，再以人均公共财政收入为分层标准，从12个样本县中随机选取3个乡镇，每个乡镇随机抽样3个行政村，每个行政村随机抽取10个未参加培育工程的农民，作为对照组。共有调查样本2 805份，剔除关键变量缺失与重大逻辑错误的问卷，实际有效样本2 552份，问卷有效率90.98%。

2.2 变量选取

变量的选择、定义和赋值见表1。具体包括被解释变量、核心解释变量、工具变量和控制变量4类。

表1 变量的描述性分析Table 1 Descriptive statistics of variables

1）被解释变量。本文被解释变量为农地流转，分为农地转入和农地转出两个方面，农地转入和农地转出为离散二进制变量，根据“是否转入或转出农地”的表述，如果是，则取值为1，否则为0。

2）核心解释变量。本文核心解释变量为农民是否参加“一村一大”工程，若参加，赋值为1；若未参加，赋值为0。2 552位受访者中有1 502位农民已参加 ，约占总样本的58.9%，未参加的农户有1 050位，约占41.1%。

3）控制变量。已有研究发现，年龄、受教育年限、是否为村干部、是否为党员、家庭人口数、劳动力人数、非农就业人数、实际耕地面积、网络销售等是影响农民家庭农地流转的显著因素[20-21]。基于现有研究，本文将控制变量分为个体特征、家庭特征和区位特征3类。

4）工具变量。农民对“一村一大”工程政策的了解程度（简称为“农民的政策了解程度”）。为应对反向因果问题和保证模型的可识别性，本文拟引入工具变量。作为工具变量，其会对农民参加“一村一大”工程行为产生影响，而对农地流转无影响。经过对多个变量的分析后，认为农民的政策了解程度可能影响农民是否参加“一村一大”工程，但并不直接影响其农地流转。因此，确定农民的政策了解程度作为工具变量。

2.3 模型选择

为了准确测度农民参加“一村一大”工程对其家庭农地流转的影响，本文采取Probit 模型分析农民参加“一村一大”工程后其家庭是否转入或转出农地，模型设定为：

式中：Y为农民家庭是否发生农地流转，C表示农民家庭是否参加“一村一大”工程，X为控制变量，表示影响农民家庭农地流转行为的其他可能因素，包括户主个体特征、家庭特征和区位特征等，ε表示难以观察到的其他有可能会对样本造成影响的因素，即随机误差项。

2.4 内生性处理方法

由于农民参加“一村一大”工程存在自选择偏误造成的内生性问题，是否参加的行为具有内生性，可能存在选择性偏误。为此，本文利用倾向得分匹配法（PSM）构造反事实框架来纠正选择性偏误。基于反事实依据，进一步探究农民参加“一村一大”工程与其家庭农地流转的因果关系。根据处理变量将样本分为处理组和对照组。若该农民已参加作为处理组，未参加的农民为对照组。具体步骤包括：第一步，估计倾向得分值，即根据可观测到的“混淆”变量，运用Probit模型预测农民参加“一村一大”工程的概率。第二步，使用不同匹配方法，根据倾向得分值进行匹配，以消除样本的选择性偏误。第三步，基于匹配样本，比较处理组和控制组农民家庭农地流转行为的平均差异，得到因果关系系数，即处理组平均处理效应（average treatment effect on treated，ATT），计算方法为：

式中：Di是一个二分类变量，反映个体i是否进入处理组，当Di=1时，个体进入处理组，当Di=0时，个体进入控制组。P(Xi)为倾向得分值，Y1i和Y0i分别表示处理组和控制组的估计结果。

除了选择性偏误之外，本文还可能面临遗漏变量、反向因果等潜在的内生性问题。首先，一些难以衡量的遗漏变量（如农民的个人经历以及对农村农地流转的看法等）可能同时影响农民参加“一村一大”工程和其家庭农地流转，从而产生遗漏变量问题。其次，农民参加“一村一大”工程能够促进其转入农地；反之，转入农地的农民也更倾向于参加“一村一大”工程学习以获得更多的农技知识，从而可能存在反向因果的内生性问题，导致模型估计结果的有偏或不一致。由于农民参加“一村一大”工程和农地流转都是离散型变量，Ivprobit模型只能解决自变量为连续变量的情形[22]，因此，本文尝试利用Sajaia[23]提出的双变量有序Probit模型（Bioprobit模型）和 Roodman[24]提出的条件混合过程（conditional mixed process，CMP）方法开展回归分析，这两种方法均已得到学术界的认可并较为广泛的应用[25]。

值得注意的是，Bioprobit模型和CMP方法均是以似不相关回归（seemingly unrelated regression,SUR）为基础，基于极大似然估计法，通过构建递归方程组而实现的两（多）阶段回归模型。其估计过程分为两个部分：第一部分寻找外生变量或工具变量并估计其与内生变量的相关性。第二部分将结果带入基准模型进行回归，并可参考内生性检验参数atanhrho_12 判别变量外生性，如果参数显著异于0，则说明模型存在内生性问题，此时CMP估计结果更为准确，反之，则表示基准模型估计结果可信。本文将用该方法估计农民参加“一村一大”工程的行为方程和农地流转决策方程，前者估计工具变量对农民参加“一村一大”工程的影响，并将结果带入农地流转决策方程，即估计农民参加“一村一大”工程对农地流转的影响。所不同的是，Bioprobit 模型是含内生解释变量的有序选择模型，采用的是完全信息极大似然估计法；而CMP方法则是可适用于多种模型、多阶段的混合过程估计。本文同时利用上述两种方法，不仅能够比较有效地控制潜在的内生性问题，还能够将估计结果相互对照，以判别实证分析结果的一致性[26]。

3 结果与分析

3.1 农民参加“一村一大”工程的效果分析

调研结果表明，研究区域农民家庭转出农地的样本较少，而转入农地的比例为44.6%，比转出农地的比例高28.1个百分点（表1）。参加“一村一大”工程的农民其家庭农地转入比例为69.7%，比未参加的农民家庭农地转入比例高61.1个百分点。参加工程的农民家庭农地转出比例仅为16.9%（表2），略高于未参加工程的农民家庭农地转出比例，说明农民参加乡村振兴人才培养工程对其家庭农地转入影响较大，而对转出影响相差不大。可见农民参加“一村一大”工程能够提高其农业生产经营能力和农业生产效率使得农业生产净收益较高，从而刺激农民在农地流转市场上的转入农地，提高农民“留农务农”的比例。

从不同培养方式来看，接受函授教育的农民其家庭农地转入比例为74.0%，高于远程教育的比例（66.0%）。接受函授教育的农民其家庭农地转出比例为17.4%，比远程教育略高1个百分点。不同培养方式对其家庭农地转入程度有差异，其中可能原因是函授教育的线下教学模式相比于远程教育的线上教育模式更加有利于学员之间、师生之间的交流互动，增进彼此之间的了解，更有助于提升学员的农技水平和社会资本等（表2）。

从不同学历层次来看，接受本科教育的农民其家庭农地转入比例为61.9%，比专科教育的比例低9.8个百分点，不同学历层次对农民其家庭的农地转入均有促进作用但程度有一定的差距。可能的原因是接受本科教育的农民有大部分成为村“两委”班子成员和后备干部，还有一小部分农民继续参加该工程的农业专业硕士研究生专项培养计划，致使本科教育农民的农地转入促进效应低于专科教育农民，具体结果还有待实证检验。从农地转出而言，农民参加工程的学历层次为本科教育与专科教育的家庭农地转出比例差别不大，分别为17.0%和16.9%（表2）。

表2 参加“一村一大”工程、不同培养方式及其学历的变量描述性分析Table 2 Descriptive analysis of variables participating in the talent training project of one college student in one village and different training methods and their academic qualifications

3.2 农民参加“一村一大”工程对其家庭农地转入与转出的影响分析

模型估计结果表明，农民参加“一村一大”工程对农民其家庭农地转入具有显著正向影响（表3）。给定其他变量的情况下，参加过“一村一大”工程的农民其家庭农地转入的概率比没有参加的高56.7%，即农民参加乡村振兴人才培养工程有助于促进其家庭农地转入，达到农民学员“留农”的培养效果。究其原因可能是通过“一村一大”工程既提升农民受教育水平，又能对农业技能进行培训，使农民掌握先进的农业生产技术，将所学的农业知识付诸于具体实践，从而促进农民转入农地。控制变量中，农民参加“一村一大”工程前受教育水平和从事非农工作对农民家庭农地转入有显著负向影响。可见，农民参加“一村一大”工程前受教育水平越高，意味着其更不愿意转入农地从事农业生产。家庭劳动力人数、是否通过网络销售农产品和家庭实际耕地面积、农民是否为村干部等对农民家庭农地转入有显著正向影响，这与已有的研究结论相符[27-28]。劳动力是农民家庭的主要人力资本、耕地资源是农民的基本固定资产和通过网络销售农产品是农民的经营技能，三者都在扩大农地经营规模中发挥着重要作用[29-30]。村干部一般都是创业致富能手和农业产业经营带头人，农民为村干部能明显促进其家庭的农地转入。因此，有村干部的家庭会增加农地转入的概率。

农民参加“一村一大”工程并不能显著促进其家庭的农地转出（表3），进一步说明农民通过教育培训提高了“留农务农”的人才培养效果。控制变量中，农民的年龄和家庭外出务工人数对农民家庭农地转出有显著正向影响。结果表明，老年人受制于身体健康等因素不能耕种农地，倾向于转出农地，以非农收入为主的农户倾向于流转农村农地，其根本原因是非农收入相对于农业收入的比较优势更加明显，导致农地在家庭收入中的重要性下降[31]。

表3 基准回归结果Table 3 Baseline regression results

3.3 选择性偏误讨论

倾向匹配得分法（PSM）分析结果表明，无论是采用最小近邻匹配，还是半径匹配、核匹配或是局部线性匹配，ATT 的测算结果都显示，在消除了样本间可观测的系统性差异后，农民参加“一村一大”工程对其家庭农地转入具有显著正向影响（表4）。进一步看，最小近邻匹配、半径匹配、核匹配、局部线性匹配后测算出来的 ATT 均在1%的统计水平上显著。其中，半径匹配后得出的ATT数值最大为 0.608，核匹配后得出的 ATT为 0.603，近邻匹配后得出的ATT是0.592，局部线性匹配后得出的ATT数值最小为0.515。由此可见，参加“一村一大”工程的农民其家庭农地转入概率比未参加的显著提高51.5%～60.8%。PSM模型在消除自选择偏差后的估计结果与二元Probit模型估计的56.7%相差不大，说明二元Probit模型的估计结果并不存在明显的选择性偏误。再次证明，对于农民而言，参加“一村一大”工程有助于促进其家庭的农地转入。

表4 不同倾向得分匹配的结果Table 4 Matching results of different propensity scores

3.4 内生性分析

上文分析初步表明，农民参加“一村一大”工程对其家庭农地转入具有显著正向影响，但考虑到潜在的内生性问题，本文采用农民的政策了解程度作为工具变量。根据表5可知，Bioprobit模型和CMP方法的第一阶段回归结果均显示，农民的政策了解程度对其参加“一村一大”工程的影响在1%的统计水平上具有统计显著性，满足工具变量相关性条件。

表5 参加“一村一大”工程对农地流转的影响Table 5 Impacts of participating in the talent training project of one college student in one village on farmland transfer

进一步来看，Bioprobit模型第二阶段回归结果显示，在控制了可能的内生性偏误后，农民参加“一村一大”工程对其家庭农地转入在1%的统计水平上有显著的正向影响。采用CMP方法呈现出相似的估计结果，再次证实了农民参加“一村一大”工程有助于促进其家庭农地转入的结论。本文还发现，采用 Bioprobit模型和CMP方法时得出的内生性检验参数无法拒绝农民是否参加“一村一大”工程为外生变量的假设。这表明，本文的基准分析并不存在严重的内生性问题，同时表明，农民参加“一村一大”工程有助于促进其家庭农地转入的结论是真实可信的。

3.5 异质性分析

为分析参加培养工程对不同类型农民其家庭农地转入影响的异质性。本文从培养方式、学历层次和农民年龄三个维度对农民群体进行分组，以期得到更为细致、深入的研究结论。表6展示了基于Probit模型的估计结果。总体来看，无论是按培养方式分组、学历层次分组还是按年龄分组，农民参加“一村一大”工程对其家庭农地转入有显著的正向影响，且结果均在1%的统计水平上显著。

1）培养方式。江西省“一村一大”工程以函授教育方式即“线下授课”和远程教育方式即“线上授课”两种方式开展。两种方式下农民的培养效果有所差异，首先，参加函授教育的农民可以直接与同学和老师互动，这使得农民更容易理解和更快获得课堂内容。该模式还能提供校园的氛围，以及在课堂和课间、会议、校园派对、音乐会、集市和各种文化活动中与许多人面对面交流的机会。而远程教育只能提供聊天室和视频/音频会议，意味着农民和老师之间没有面对面的课堂和办公室互动，对许多人来说，这是非常重要的；其次，对许多自律困难的人来说，函授教育的一个显著优势是它几乎没有留给农民拖延的空间。你必须出现在校园和课堂上，对许多人来说，这是一个重要的激励因素，也是他们最终成功的原因。而远程教育则无法满足要求[32]；如表6所示，农民参加“一村一大”工程函授教育方式和远程教育方式对其家庭的农地转入都有显著的促进作用，但影响程度不同。其中，函授教育方式促进农民家庭农地转入的概率为50.3%，比远程教育方式高了7.1个百分点。说明农民参加“一村一大”工程函授教育模式形成的农技水平较高，对农民家庭农地转入的促进作用也越明显。

2）学历层次。江西省“一村一大”工程的学历层次有专科教育和本科教育。专科教育与本科教育均能促进农民家庭农地转入，但在促进的程度存在一定的差异（表6）。其中，专科教育促进其家庭农地转入的概率为53.8%，比本科教育高了17.9个百分点。主要的原因可能是，工程实施以来，一方面为新农村建设和乡村振兴就地培养了一大批“留得住，用得上，干得好”的农村高级实用人才，大部分专科教育的农民成为了田间地头的“土专家、田秀才”，更倾向于转入土地，成为农业新型经营主体；另一方面该工程培养的农民成为村两委干部及后备干部的主要力量，优化了农村基层组织干部队伍，推动农村基层组织建设，提高农村治理水平、为推进农村治理的现代转型提供了坚实的人才支撑。本科教育的农民大部分成为村“两委”班子成员和后备干部。因此，农民参加“一村一大”工程本科教育的农地转入提升效应低于专科教育。

表6 异质性分析结果Table 6 Results of heterogeneity analysis

3）年龄分组。不同年龄的农民参加“一村一大”工程在农地转入行为上会有较大差别，为了进一步分析农民年龄异质性影响，将年龄大于等于47岁的农民划分为高龄组，小于47岁的农民划分为低龄组。结果表明，高龄组和低龄组农民家庭农地转入均有显著正向影响。其中，低龄组农民家庭农地转入的概率为66.3%，低龄组比高龄组家庭农地转入的概率高了23个百分点（表6）。究其原因，相比高龄组农民，低龄组农民精力更旺盛，风险偏好性强，愿意偿试新生事物，通过转入农地进行农业创业，这也与研究结论相符。

3.6 稳健性检验分析

本文采用Logit模型替换Probit模型的方式重新回归，其结果与表3中回归结果基本一致，农民参加“一村一大”工程对其家庭农地转入具有显著正向影响（表7），达到了农民学员“留农务农”的培养效果。可见，本文研究结果具有稳健性。

本文将因变量进行了替换，重新进行回归。本文重新将农地转入面积和农地转入率作为因变量，保持核心解释变量、控制变量不变，运用 Tobit 模型进行回归，估计结果再次印证了农民参加“一村一大”工程对其家庭农地转入具有显著正向影响（表7）。由此可见，将农地转入面积和农地转入率作为因变量后，前文研究结果依然成立，表明本文研究结论具有稳健性。

表7 稳健性估计结果（变更样本和替换因变量）Table 7 Robust estimation results (changed samples and substitution of dependent variables)

4 结论与政策建议

4.1 结论

研究表明，农民参加“一村一大”工程能够显著促进其家庭农地转入，但对农地转出的影响并不明显。由此可见，乡村振兴人才的培养能提高农民农业经营的留农行为。农民参加培养工程后，会产生农业边际净收益大于非农就业工资的预期，促进其家庭转入农地实现农业规模经营，从而达到“留农务农”的政策目的和培养效果。

农民参加“一村一大”工程对其家庭转入农地的促进效应还会因培养方式、学历层次和农民年龄的不同而存在较大差异。具体而言，培养方式为函授教育的农民其家庭转入农地的促进效应明显高于远程教育培养方式；学历层次为专科教育的农民其家庭转入农地的促进效应明显高于本科教育；低龄组农民其家庭转入农地的促进效应明显高于高龄组。因此，可以对更具有创新创业能力的青壮年农民提供线下学历提升的政策扶持，推动农地转入，从而达到青壮年农民“留农务农”的培养效果。

4.2 政策建议

1）加大乡村振兴人才培养的政策宣传力度和投资力度。政府应在农村加大乡村振兴人才培养的政策支持宣讲范围，让更多的人了解该工程的培养目标、培养对象等，鼓励符合条件的农民积极参与到乡村振兴人才培养之中。加大办学机构支持，将农民大学生培养与高素质农民培育有机融合，学历教育与非学历教育有机衔接，扩大对农村高等教育的供给，满足更多农民对高等教育的需求，为乡村振兴打造坚实的智力支持和人才支撑。

2）构建线上线下协同的乡村振兴人才培养模式。充分发挥函授教育和远程教育在乡村人才振兴中的作用，积极推进乡村振兴人才的分类培养。在教育新常态下，对乡村人才的培养要发挥函授教学线下教学和远程教育线上教学的优势，构建多形式的乡村振兴人才培养模式。

3）促进乡村振兴人才培养的招生指标向青年农民倾斜。参加乡村振兴人才培养总体上能同时促进低龄组和高龄组农民家庭的农地转入，但低龄组的农地转入效应更加明显。要发挥青年农民在农业经营的主体地位，提高青年农民“留农务农”的意愿，要鼓励乡村振兴人才培养的招生指标向青年农民倾斜，提高青年农民在乡村振兴人才培养的比例。

4）不断优化办学层次结构，提升人才培养质量。在专业设置和课程安排上均要包含农业技术类课程和管理类课程，紧跟国家政策和我国乡村人才培养的需要，不断优化办学层次结构，推动乡村振兴人才培养不断向更高层次发展。

致谢：本论文有幸于2021年12月12日由江西农业大学经济管理学院、江西省乡村振兴战略研究院联合北京大学中国农业政策研究中心举办的第四届“乡村振兴”高峰论坛暨“乡村人才振兴与乡村建设行动”学术研讨会中进行汇报，特别感谢北京大学罗仁福教授、江西财经大学朱星文教授和江西农业大学刘滨教授对文章整体框架、研究思路等内容提出的建设性意见。